杜 旌，葉藝菲，劉鈺婧

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

一、引 言

當今時代，組織的戰(zhàn)略調(diào)整、重組并購、流程再造、制度修正等各種變革持續(xù)進行[1]。在變革正式執(zhí)行前，組織中總會有未經(jīng)證實確認、有關(guān)變革內(nèi)容與方向、通過非正式渠道傳播的信息，即變革前非正式信息[2-3]。這些非正式信息能夠反映變革可能的目標、內(nèi)容和影響，是員工在變革實施前了解組織變革的重要來源。員工會不斷關(guān)注，并可能進一步傳播這些非正式信息[4]。

對于非正式信息，以往學(xué)者主要從信息的內(nèi)容和信息的性質(zhì)進行研究[5]。在內(nèi)容方面，Bordia等(2006)通過對一家大型公立醫(yī)院的調(diào)查，將關(guān)于變革的非正式信息從內(nèi)容上分為五類：變革的性質(zhì)、對員工工作的影響、對組織績效的影響、變革管理、八卦謠言[2]。DiFonzo等(1994)采訪了九個公立和私營部門組織的經(jīng)理，發(fā)現(xiàn)了五種類型的非正式信息：離職、等級秩序、工作安全感、高成本錯誤和與消費者關(guān)切[4]。在性質(zhì)方面，以往學(xué)者普遍將非正式信息劃分為積極和消極兩大類型[2]。Rosnow等(1986)將非正式信息分為兩類：期望型(預(yù)測積極結(jié)果的非正式信息)和厭惡型(預(yù)測消極結(jié)果的非正式信息)[6]。

本研究探索特定情形下即組織變革前非正式信息的傳播機制，檢驗不同性質(zhì)非正式信息傳播機制可能存在的差異。變革前非正式信息不僅體現(xiàn)了員工對未知變革的共同關(guān)切，也會影響員工對變革的認知和預(yù)期，最終對變革實施產(chǎn)生作用，甚至決定著變革的成敗。探索組織變革前非正式信息的傳播機制，有助于管理者策略性引導(dǎo)非正式信息的傳播，為組織變革提供良好的輿論氛圍，從而為變革順利實施提供理論和實踐指導(dǎo)。研究選取來自71個團隊的324名員工作為研究對象，通過對領(lǐng)導(dǎo)—員工配對問卷的數(shù)據(jù)分析，探討變革前積極和消極非正式信息頻率影響信息傳播的內(nèi)在機制。

二、研究假設(shè)

組織變革前，員工會根據(jù)變革相關(guān)的非正式信息內(nèi)容，結(jié)合自身的處境和認知，來分析該信息對個人或組織造成的影響結(jié)果，最終將信息抽象概括為“好消息”(積極非正式信息)或者“壞消息”(消極非正式信息)。員工在工作之余通過社交與同事建立友誼、消遣放松、獲取樂趣是組織生活的重要內(nèi)容，當他們獲得變革前積極非正式信息時，更可能出于娛樂和社交目的進一步傳播積極信息[12]。相反，當非正式信息傳遞出消極變革信號時，碎片化、不確定的消極非正式信息會令員工感到焦慮，他們需要通過信息驗證以明晰對信息的判斷，檢驗自身觀點和立場的合理性，從而增進對變革的了解，緩解焦慮。因此，當員工獲得變革前消極非正式信息時，這種信息搜尋和驗證動機會促進消極非正式信息的傳播。

社交娛樂動機和信息驗證動機分別是變革前積極和消極非正式信息的不同傳播機制。在聽到“好消息”或者“壞消息”后，員工出于不同的心理動機對非正式信息進行傳播，不同性質(zhì)非正式信息的傳播機制也可能存在差異。相比較而言，員工會對變革前消極非正式信息更加敏感，因為消極的非正式信息意味著員工利益可能會在未來變革中受損，更容易通過信息驗證動機得到傳播，即在組織內(nèi)出現(xiàn)“壞事傳千里”的狀況。

(一) 變革前消極非正式信息傳播機制

變革情境下的非正式信息經(jīng)常先于正式信息公布，并在組織中廣泛流傳，能夠幫助員工預(yù)測變革趨勢、獲知變革細節(jié)[2]。變革前消極非正式信息傳遞了不利于員工的變革結(jié)果，員工感知自身利益可能在變革中受到威脅時，如工作負荷增加、晉升機會減少、降薪裁員等，將隨之產(chǎn)生緊張、焦慮的消極情感。心理應(yīng)激機制理論指出，個體在與環(huán)境互動的過程中，會采取措施以應(yīng)對環(huán)境的負面刺激，從而降低這種負面刺激引發(fā)的消極情緒影響，使個體盡可能處在正常狀態(tài)[13-14]。因此，員工如果反復(fù)受到消極信息的刺激，更可能通過實際行動來緩解自身焦慮感而不會選擇被動等待，信息驗證是其中的重要方式[15]。

信息驗證動機是指員工聽到非正式信息后，產(chǎn)生驗證自己對信息看法與同事是否一致的動機程度[9]。當員工頻繁聽到消極的非正式信息，感受到不確定帶來的焦慮后，可能會從變革真實性、變革影響范圍及應(yīng)對策略等方面進行信息搜集和驗證，從而緩解消極非正式信息造成的緊張和焦慮[9]。和同事交流是其中最為主要的途徑，員工通過和同事的溝通互動來傳遞信息，以判斷非正式信息真假，獲取更多細節(jié)反饋；同時也了解大家的態(tài)度想法，驗證自己的觀點與他人是否一致。已有研究發(fā)現(xiàn)，焦慮感和不確定性顯著增強個體收集、傳播小道消息等非正式信息的動機，尤其在缺乏官方信息的情境下，如戰(zhàn)時或組織變革期間[16]。員工在相互交流的過程中能夠更為清晰地認識自身處境[17]，獲取并驗證非正式信息，勾勒出有關(guān)此次變革的“認知地圖”。因此，員工聽到變革前消極非正式信息的頻次越高，越可能激發(fā)其信息驗證動機，進而與同處于變革情境下的個體進行信息交換?；谏鲜龇治觯狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

H1a：變革前消極非正式信息頻率正向影響信息傳播，即員工聽到消極信息的頻率越高，越可能傳播該信息。

H1b：信息驗證動機中介變革前消極非正式信息頻率對信息傳播的促進作用。

(二) 變革前積極非正式信息傳播機制

變革前積極非正式信息傳遞了滿足員工期待的變革結(jié)果，員工從中判斷自己可能在變革中受益，如職位升遷、薪水提高、福利增加等。出于對自身利益的考慮，員工對積極的非正式信息懷有強烈關(guān)注，進而是開心、興奮等積極情緒[18]。從神經(jīng)生物學(xué)視角來看，個體會盡量延長積極情感體驗[19]。員工可以通過同事間的社交閑聊，多次回憶、重溫積極非正式信息帶來的愉悅情緒。因此，由于對變革前積極非正式信息的共同關(guān)注和期待，員工在聽到積極非正式信息后，會將其作為重要的閑談內(nèi)容與同事進行分享和交流。

社交娛樂動機是指員工聽到非正式信息后，產(chǎn)生與同事進行社交娛樂的動機程度[9]。閑談的目的通常較為純粹，僅僅以社交或者獲取樂趣為直接動機[20]，也能夠被大多數(shù)人接受并獲得喜愛。作為組織情境中抵制單調(diào)生活的屏障，閑談可以將員工從工作中解脫出來，以較低的成本提供更多的趣味[12]。不閑談或者不以任何興趣回應(yīng)閑談的成員可能會被所處的社會結(jié)構(gòu)邊緣化[8]。員工往往采取在非正式場合閑談的方式來維持職場中的人際關(guān)系，與同事建立、鞏固友誼，達到社交娛樂。因此，當員工頻繁聽到變革前積極非正式信息時，以閑談、分享為形式的社交娛樂動機得到增強，促使其將非正式信息作為重要的閑談內(nèi)容進行交流?；谏鲜龇治?，本研究提出以下假設(shè)：

H2a：變革前積極非正式信息頻率正向促進信息傳播，即員工聽到積極信息的頻率越高，越可能傳播該信息。

H2b：社交娛樂動機中介變革前積極非正式信息頻率對信息傳播的促進作用。

(三) 變革前不同性質(zhì)非正式信息的傳播機制對比

前景理論的核心構(gòu)念之一是人的損失厭惡性(Loss Aversion)[21]。該理論指出，人對損失和獲得的敏感程度并不對稱，面對損失的痛苦感會大大超過獲得的快樂感，比如同樣是1000元，人們失去它的消極情緒會比得到它的興奮程度更加強烈。Duckworth(2005)同樣認為，消極情緒或消極經(jīng)歷對個體的作用遠高于積極情緒或積極體驗對個體的影響[22]。由于同等量級的負性體驗會比正性體驗產(chǎn)生更大的心理影響，變革前消極非正式信息通過信息驗證動機對信息傳播的作用，也可能顯著高于積極非正式信息通過社交娛樂動機對信息傳播的作用。

已有研究發(fā)現(xiàn)，組織變革前的非正式信息中，員工報告聽到消極非正式信息的頻率要顯著高于積極非正式信息[2]。當消極非正式信息可以幫助人們提前預(yù)知負面事件時，更有可能被傳播[23]。具體來說，組織變革前的不可預(yù)料性給員工帶來不確定體驗，引發(fā)其變革焦慮感[2]。相較于變革前積極非正式信息，員工在接受消極非正式信息后，更可能通過信息收集與觀點驗證動機，和同事交流討論這些信息，以解釋、預(yù)測變革的發(fā)展，盡快降低自身焦慮感。由此可見，員工討論和傳播變革前消極非正式信息的動機更強，因為這能夠?qū)T工起到“集體預(yù)警”的實際作用?；谏鲜龇治觯狙芯刻岢鲆韵录僭O(shè)：

H3：變革前消極非正式信息頻率對信息傳播的作用，顯著高于變革前積極非正式信息頻率對信息傳播的作用。

具體的研究理論模型如圖1所示：

圖1 研究理論模型

三、研究方法

(一) 數(shù)據(jù)收集方法

為了保證研究數(shù)據(jù)的真實性和有效性，本研究應(yīng)當在企業(yè)變革實施的準備階段進行數(shù)據(jù)收集。但由于此方法可能會影響員工對變革的看法，對企業(yè)變革的執(zhí)行效果產(chǎn)生消極影響，甚至造成企業(yè)工作秩序混亂，難以獲得企業(yè)的配合和支持。為了避免實時跟蹤測量可能的消極影響，本研究借鑒Brady等(2017)的建議，采用回顧式自我報告法收集數(shù)據(jù)[24]?；仡櫴阶晕覉蟾?Retrospect Self-report)是指，個體通過回憶過去某一事件，對基于該事件所體驗到的心理狀態(tài)進行報告[25]。因此，本研究邀請研究對象回憶曾經(jīng)發(fā)生過的一次變革事件，基于該變革事件進行問卷填寫。

本研究選取的樣本數(shù)據(jù)來源于我國東部地區(qū)不同企業(yè)的71個團隊的324名員工，所處崗位包括科研、銷售、采購、人力資源管理等，所處層級包括普通員工和企業(yè)中層領(lǐng)導(dǎo)。為避免同源方差，調(diào)查分為領(lǐng)導(dǎo)問卷和員工問卷。調(diào)研過程中，首先請每一位團隊領(lǐng)導(dǎo)確定一個曾經(jīng)發(fā)生且對員工產(chǎn)生顯著影響的變革事件，然后將此變革事件抄寫在團隊內(nèi)所有參與調(diào)查的員工問卷上，以確保團隊內(nèi)每位員工在填寫問卷時所回憶的是同一變革事件，由此增強研究數(shù)據(jù)的信度和效度。本研究收集到的所有問卷都填寫了變革事件，由此確認這些員工的確經(jīng)歷過組織變革。

在確定了經(jīng)歷的變革事件后，參與調(diào)查的團隊員工開始填寫問卷。員工問卷由員工報告自己的個人統(tǒng)計變量、變革前積極非正式信息、變革前消極非正式信息、信息驗證動機以及社交娛樂動機。領(lǐng)導(dǎo)問卷由團隊領(lǐng)導(dǎo)回憶并評價團隊員工的信息傳播行為。問卷收集前，作者與調(diào)查對象進行了充分溝通，強調(diào)了數(shù)據(jù)的保密性，盡可能避免研究對象對問卷填寫產(chǎn)生顧慮，并發(fā)放了詳細的問卷填寫說明，從而保證數(shù)據(jù)的可靠性和真實性。研究對象有充足的時間完成問卷填寫，每一個團隊的領(lǐng)導(dǎo)問卷和員工問卷填寫完畢后，由研究團隊成員根據(jù)事先確定的編號進行配對。

(二) 研究樣本

本研究采取領(lǐng)導(dǎo)—員工配對方式收集不同來源的數(shù)據(jù)。共發(fā)放問卷432份，回收問卷370份，回收率為85.6%。剔除存在缺失和匹配不完整以及填寫不認真的數(shù)據(jù)之后，得到有效問卷324份，問卷有效回收率為87.6%。在選取的71個團隊當中，企業(yè)性質(zhì)包括國有企業(yè)和事業(yè)單位、民營企業(yè)、外資企業(yè)等；所處行業(yè)涵蓋了教育、咨詢、傳統(tǒng)制造業(yè)、互聯(lián)網(wǎng)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等；所經(jīng)歷的變革涉及企業(yè)、團隊和個人層面，如企業(yè)戰(zhàn)略變革、組織架構(gòu)調(diào)整、績效薪酬考核方式變革、工作內(nèi)容變動等。在參與調(diào)查的324名員工當中男性45.7%、女性54.3%，教育背景方面?？萍耙韵抡?1.2%，本科占66.7%，碩士及以上占12.1%。員工們的平均年齡為31.7歲，平均工作年限為8.6年，在當前崗位的平均工作年限為5.3年。

(三) 變量測量

變革前積極非正式信息頻率。變革前積極非正式信息頻率衡量的是，員工在組織變革前聽到的、關(guān)于變革的積極非正式信息的次數(shù)多少。研究測量借鑒Brady等(2017)學(xué)者開發(fā)的量表[24]，采用符合組織變革情景的5個條目來測量變革前積極非正式信息的頻率(α=0.94)。具體條目為：在組織變革前，我聽到以下消息的頻率是“有小道消息或傳言稱贊此次變革”“有小道消息或傳言說此次變革的好話”“有小道消息或傳言肯定此次變革”“有關(guān)于變革正面的小道消息或傳言”“有小道消息或傳言是對變革的積極評價”。測量采用李克特五點法(1=“從來沒有”到5=“很多”)。

變革前消極非正式信息頻率。變革前消極非正式信息頻率衡量的是，員工在組織變革前聽到的、關(guān)于變革的消極非正式信息的次數(shù)多少。研究同樣基于Brady等學(xué)者(2017)開發(fā)的量表[24]，變革前消極非正式信息頻率通過5個條目來度量(α=0.94)。具體條目為：我聽到以下消息的頻率是“對變革持消極看法的小道消息或傳言”“有小道消息或傳言質(zhì)疑此次變革”“有小道消息或傳言批評此次變革”“有小道消息或傳言是關(guān)于變革的負面消息”“有小道消息或傳言是對此次變革的牢騷”。測量同樣采用李克特五點法(1=“從來沒有”到5=“很多”)。

信息驗證動機。由員工報告聽到非正式信息后，產(chǎn)生驗證自己對信息看法是否與同事一致的動機程度?；贐eersma和Van Kleef(2012)開發(fā)的量表[9]，信息驗證動機通過4個條目來度量(α=0.94)。具體條目為：關(guān)于這些非正式信息“我想了解同事是否有與我一致的想法”“我想確認同事的理解與我是否一致”“我想驗證同事是否有與我一樣的觀點”“我想了解同事是否與我有一樣的觀念”。員工基于李克特五點法進行作答(1=“很不同意”到5=“完全同意”)。

社交娛樂動機。由員工報告聽到非正式信息后，在與同事交流娛樂的動機程度。同樣基于Beersma和Van Kleef(2012)開發(fā)的量表[9]，社交娛樂動機通過4個條目來度量(α=0.95)。具體條目為：和同事聊天交流“是一項令人愉快的活動”“讓我感到很開心”“是一項有趣的活動”“可以很好地打發(fā)時間”。員工基于李克特五點法進行作答(1=“很不同意”到5=“完全同意”)。

信息傳播。由領(lǐng)導(dǎo)報告員工聽到變革前非正式信息后采取的信息傳播行為?；贓rdogan等學(xué)者(2014)開發(fā)的量表[26]，信息傳播行為通過3個條目來度量(α=0.94)。具體條目為：該員工“會和別人交流關(guān)于調(diào)整或變化的事情”“能分享聽到調(diào)整或變化的消息”“會和其他人聊這個調(diào)整或變化”。領(lǐng)導(dǎo)基于李克特五點法進行作答(1=“很不同意”到5=“完全同意”)。

控制變量。為了控制個人特征對信息傳播的影響，本研究測量了員工年齡、性別、工作年限、在現(xiàn)崗位工作年限和教育程度。年齡和工作年限分別用實際年齡和實際工作年限數(shù)值來測量，性別測量0為女性、1為男性，教育程度的測量中，1為初中，2為高中，3為高職，4為專科，5為本科，6為碩士及以上。

四、數(shù)據(jù)分析與研究結(jié)果

研究首先采用驗證性因子分析考察變革前積極非正式信息、變革前消極非正式信息、信息驗證動機、社交娛樂動機四個變量的區(qū)分效度，來檢驗員工匯報的數(shù)據(jù)是否存在嚴重同源方差。結(jié)果如表1所示，四因子模型符合要求并顯著優(yōu)于其他因子模型，能夠更好地代表測量的因子結(jié)構(gòu)，表明變量具有良好的區(qū)分效度。這也表明，員工匯報的數(shù)據(jù)中，同源方差的影響并不顯著。研究中各變量的均值、標準差以及相關(guān)性如表2所示。

表1 驗證性因子分析結(jié)果

為檢驗信息驗證動機與社交娛樂動機的中介效應(yīng)，本研究建立了結(jié)構(gòu)方程模型，該模型對數(shù)據(jù)的擬合結(jié)果良好(χ2(df=184)=2.42，p<0.001)。盡管本研究的假設(shè)模型顯示了可接受的模型擬合指數(shù)，但我們還將該模型與可提供合理理論解釋的替代模型進行了比較，以最大限度地利用結(jié)構(gòu)方程模型[27]。為達到這一目的，本研究測試了三個替代模型，采用了卡方、CFI、RMSEA和AIC四個指標比較它們與假設(shè)模型的擬合程度。第一，在原模型中增加積極非正式信息和消極非正式信息到信息傳播的直接路徑，來檢驗社交娛樂動機和信息驗證動機的部分中介作用。這個結(jié)構(gòu)方程模型與假設(shè)模型相比，擬合度并未顯著改善(Δχ2(df=2)=0.97，n.s.)。第二，在原模型的基礎(chǔ)上增加了積極非正式信息到信息驗證動機、消極非正式信息到社交娛樂動機的作用路徑。這個結(jié)構(gòu)方程模型比假設(shè)模型有更好的擬合度(Δχ2(df=2)=10.56，p<0.01)。第三，研究在原模型基礎(chǔ)上同時增加積極非正式信息和消極非正式信息對信息傳播的直接路徑，以及積極非正式信息到信息驗證動機、消極非正式信息到社交娛樂動機的作用路徑。這個結(jié)構(gòu)方程模型與假設(shè)模型相比，擬合度并未顯著改善(Δχ2(df=4)=5.74，n.s.)。綜上所述，研究采用替代模型二，因為這一模型提供了最優(yōu)數(shù)據(jù)擬合，而且能夠提供可接受的理論解釋。最優(yōu)擬合結(jié)構(gòu)方程模型如圖2所示：

表2 均值、標準差和相關(guān)系數(shù)

根據(jù)最優(yōu)擬合結(jié)構(gòu)方程模型，本研究在控制變量的基礎(chǔ)上，估計了積極和消極非正式信息對信息傳播的影響，積極和消極非正式信息對社交娛樂動機和信息驗證動機的影響，以及社交娛樂和信息驗證動機對信息傳播的影響。然后通過計算Bootstrap置信區(qū)間的方式來估計積極非正式信息和消極非正式信息對信息傳播的間接影響，以檢驗社交娛樂動機和信息驗證動機的中介效應(yīng)。最優(yōu)擬合結(jié)構(gòu)方程模型的假設(shè)檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 回歸分析結(jié)果

由表3回歸分析結(jié)果可見，積極非正式信息顯著增強社交娛樂動機(β=0.14，p<0.05)，消極非正式信息也顯著增強社交娛樂動機(β=0.19，p<0.01)；積極非正式信息顯著增強信息驗證動機(β=0.23，p<0.001)，消極非正式信息顯著增強信息驗證動機(β=0.22，p<0.001)。假設(shè)1a和假設(shè)2a均得到驗證。另外，信息驗證動機顯著促進了信息傳播(β=0.26，p<0.01)，而社交娛樂與信息傳播的關(guān)系不顯著(β=-0.09，p>0.05)。本研究使用蒙特卡洛檢驗(Monte Carlo method，重復(fù)值為5000)計算積極信息和消極非正式信息對信息傳播的間接效應(yīng)[28]，來估計積極和消極非正式信息通過社交娛樂動機對信息傳播產(chǎn)生間接作用的置信區(qū)間，以及積極和消極非正式信息通過信息驗證動機對信息傳播產(chǎn)生間接作用的置信區(qū)間。結(jié)果表明：積極非正式信息通過社交娛樂動機對信息傳播產(chǎn)生的間接效應(yīng)為-0.01，95%的置信區(qū)間為[-0.04，0.01]，包含0；消極非正式信息通過社交娛樂動機對信息傳播產(chǎn)生的間接效應(yīng)為-0.01，95%的置信區(qū)間為[-0.05，0.01]，包含0。積極非正式信息通過信息驗證動機對信息傳播產(chǎn)生的間接效應(yīng)為0.06，95%的置信區(qū)間為[0.02，0.13]，不包含0；消極非正式信息通過信息驗證動機對信息傳播產(chǎn)生的間接效應(yīng)為0.06，95%的置信區(qū)間為[0.02，0.14]，不包含0。因此，積極和消極非正式信息能夠通過顯著增強信息驗證動機從而間接促進信息傳播，假設(shè)1b得到驗證；積極和消極非正式信息不能夠通過顯著增強社交娛樂從而間接促進信息傳播，假設(shè)2b沒有得到驗證。為驗證假設(shè)3，即檢驗消極非正式信息對信息傳播的作用是否高于積極非正式信息，研究構(gòu)建了一個輔助變量W，來衡量消極信息和積極信息通過信息驗證動機對信息傳播的間接效應(yīng)差[29]。結(jié)果表明：間接效應(yīng)差為0.003，95%的置信區(qū)間為[-0.05，0.06]，包含0，假設(shè)3沒有得到驗證。這表明消極非正式信息和積極非正式信息對信息傳播的間接作用沒有顯著差異。檢驗結(jié)果如圖2所示：

注：實線箭頭表示影響作用顯著，虛線箭頭表示影響作用不顯著

五、討 論

研究通過實證分析探索組織變革前非正式信息的傳播機制，發(fā)現(xiàn)變革前積極和消極的非正式信息都會被進一步傳播：(1)變革前積極和消極的非正式信息通過正向影響信息驗證動機，推動非正式信息傳播，且兩者對信息傳播的作用沒有顯著差異；(2)變革前積極和消極的非正式信息正向影響社交娛樂動機，但是對信息傳播沒有顯著影響。

以往變革研究主要關(guān)注變革發(fā)生時組織中信息的傳播狀況[30]，并未探索組織變革前的信息傳播，也缺乏員工內(nèi)在心理動機影響信息傳播的機制研究。但有關(guān)組織變革的信息不只是發(fā)生在變革執(zhí)行期間，在變革實施之前就已有信息開始產(chǎn)生和流傳[31]。通過實證分析，本研究發(fā)現(xiàn)組織內(nèi)并非只有“壞事傳千里”的狀況，而是“好事壞事皆能傳千里”。員工在變革前聽到積極的和消極的非正式信息越多，越有可能進一步傳播這些信息，且兩者對信息傳播的作用沒有顯著差異。變革前非正式信息與切身利益相關(guān)，員工體驗到的不確定性激發(fā)其驗證動機。對于消極非正式信息，員工通過與同事交流，來驗證聽到的信息是否屬實、確認自己的理解是否準確、預(yù)測自己行動是否可行，以使自己更有效應(yīng)對變革可能帶來的負面影響。對于積極非正式信息，員工也需要通過信息驗證判斷真?zhèn)?，探究細?jié)，以確認積極變革的可能性?！皦氖聜髑Ю铩边@一俗語中，傳播的大多是與自身利益無關(guān)的第三方負面消息[32]，而組織變革情境下非正式信息常常與自身相關(guān)，二者存在明顯差異。這些差異總結(jié)如表4所示：

表4 俗語中“壞事傳千里”與變革前“好事壞事傳千里”的原因分析

研究證實變革前積極和消極的非正式信息能夠增強員工的社交娛樂動機，但并未發(fā)現(xiàn)社交娛樂動機進一步影響信息傳播行為。關(guān)于消極信息對社交娛樂動機的強化作用，我們認為可能是因為消極信息提高了員工與同事進行“吐槽”、抱怨或者發(fā)牢騷的意愿，以降低負面情緒影響。雖然員工有娛樂動機，但當組織內(nèi)不具備相應(yīng)條件、場合不恰當時，員工無法進一步討論交流。同時，員工在社交娛樂動機的驅(qū)使下，更傾向與親近的同事進行信息交流，因此傳播范圍相對私密狹窄，領(lǐng)導(dǎo)可能難以觀察并準確評價。而當積極或消極信息給員工造成的不確定性可能通過信息驗證來降低時，為了緩解自身焦慮不適感，員工會盡可能找機會和同事交流確認信息真實性，討論可能的應(yīng)對策略。變革前非正式信息正是通過個體信息驗證動機，使得不同性質(zhì)的信息都得以傳播，即“好事壞事皆能傳千里”。

本研究對管理實踐有一定啟示。組織變革前非正式信息廣泛存在，管理者需要謹慎應(yīng)對非正式信息在組織內(nèi)的傳播。變革前非正式信息作為一種語言符號，反映了員工共同關(guān)注或憂慮的問題，體現(xiàn)了變革過程中的組織心理氛圍[2]，是員工釋放壓力和尋求情感支持的重要途徑[38]。通過分析非正式信息，管理者可以了解員工對變革的主要關(guān)注點，有針對性地實施組織變革。

此外，信息驗證動機是連接變革前積極、消極非正式信息與信息傳播行為的心理中介機制。員工進行信息驗證的動機越強，非正式信息傳播的范圍則越廣。組織變革前出現(xiàn)“好事壞事傳千里”的情況表明，只要非正式信息給員工帶來不確定性，信息傳播的范圍就會隨之擴大。如果任由消極非正式信息在組織內(nèi)蔓延，可能會造成群體性緊張焦慮的心理氛圍，影響員工的日常工作狀態(tài)，導(dǎo)致組織績效降低[39-40]。因此，消極非正式信息給員工造成較強的負面情緒影響時，應(yīng)該適時地通過官方渠道解答員工關(guān)注的問題，或者發(fā)布有關(guān)變革的必要信息以降低員工的不確定性感知，保證組織的穩(wěn)定運行。當積極非正式信息在組織內(nèi)流傳卻與實際情況不符時，組織也要及時予以澄清。非正式信息可以在組織變革中充當預(yù)公布者的角色，員工提前獲知變革前非正式信息，以便為變革做好心理準備[33]。但要注意適可而止，避免消極非正式消息經(jīng)過長時間發(fā)酵可能造成的恐慌。

本研究也存在以下局限：第一，研究主要選取東部地區(qū)企業(yè)進行數(shù)據(jù)收集，結(jié)論的普適性有一定的局限。我國地域遼闊，不同地域、不同性質(zhì)的組織文化以及員工的意識和觀念會有所區(qū)別，在不同的地區(qū)或組織中，變革前非正式信息的內(nèi)涵可能存在一定的差異。因此在未來研究中，還應(yīng)抽取來自不同地區(qū)更為廣泛的樣本，以使研究結(jié)論更具普適性。第二，本研究在測量非正式信息頻率時采用的回顧式自我報告存在局限性，員工對信息回顧可能會存在遺漏，而且對變革事件發(fā)生前信息頻率的回憶也可能不準確。采取領(lǐng)導(dǎo)—員工配對的橫截面數(shù)據(jù)，難以分析判斷變量間的因果關(guān)系。未來研究可嘗試多時點收集數(shù)據(jù)或者實驗的方法來驗證研究假設(shè)。第三，信息驗證除了指向同事的非正式渠道之外，還可以通過官方的正式渠道進行，即員工渠道選擇的不同也可能對非正式信息傳播機制產(chǎn)生影響。未來研究可以對信息驗證渠道在非正式信息傳播中的邊界作用展開深入探討。

盡管存在上述局限，但本研究還是在組織變革管理和信息傳播機制研究上做出了貢獻。本研究探索變革前非正式信息的傳播機制，研究結(jié)果有助于理解變革情境下個體傳播非正式信息的內(nèi)在動因，為引導(dǎo)變革前組織中輿論氛圍提供理論指導(dǎo)。組織變革因其未知性，會激發(fā)員工強烈的情緒反應(yīng)，傳播非正式信息是變革利益相關(guān)者在這種不確定環(huán)境下，為預(yù)測變革而努力進行的資源獲取。未來對于變革前非正式信息傳播的研究，還可以從傳播環(huán)境方面拓展，考察本土文化情境如關(guān)系氛圍等對變革前非正式信息傳播的不同影響。